第七版衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)學(xué)案例討論2

案例1P165某地對(duì)區(qū)級(jí)醫(yī)院2001—2002年醫(yī)療質(zhì)量進(jìn)行總體評(píng)價(jià)與比較，按分層抽樣方法抽取兩年內(nèi)牟冰患者1250例。2001年和2002年間患者年齡構(gòu)成與病情的差異沒(méi)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，三項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)分為療效，住院日，費(fèi)用。等級(jí)“很好，好，一般，差〞的定義標(biāo)準(zhǔn)見(jiàn)表1-1，病人醫(yī)療質(zhì)量各等級(jí)頻數(shù)分布見(jiàn)表1-2.很好、好、一般、差的標(biāo)準(zhǔn)表1-2兩年病人按醫(yī)療等級(jí)的頻數(shù)分配表作者用X2檢驗(yàn)來(lái)分別對(duì)療效、住院日、費(fèi)用三項(xiàng)指標(biāo)的分布做兩年之間的比較。思考用X2檢驗(yàn)法是否正確？如不正確，問(wèn)題出在什么地方？分析1.該資料為計(jì)數(shù)資料。2.該資料中的指標(biāo)分組為有序變量，即定型變量。故X2檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)兩個(gè)率之間的差異是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，不適用于有序變量的計(jì)數(shù)資料。對(duì)于有序的變量，X2檢驗(yàn)檢驗(yàn)的結(jié)果只是說(shuō)明各組構(gòu)成比的差異有無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。正確檢驗(yàn)方法對(duì)于等級(jí)資料，在比較各組治療等級(jí)時(shí)，用秩和檢驗(yàn)更為適宜。該案例為比較2001年和2002年的某地區(qū)級(jí)醫(yī)院的醫(yī)療質(zhì)量。故用兩組有序變量資料的秩和檢驗(yàn)檢驗(yàn)。由spss軟件得以下結(jié)果： TestStatistics(a)〔住院日〕

TestStatistics(a)〔費(fèi)用〕

TestStatistics(a)〔療效〕

通過(guò)spss統(tǒng)計(jì)軟件得出以下結(jié)果：療效Z=-4.41P=0.659住院日Z(yǔ)=-1.921P=0.55費(fèi)用Z=-1.549P=0.121結(jié)論不能認(rèn)為兩年的療效、住院日及費(fèi)用不同，即；兩年的療效、住院日及費(fèi)用的差異均無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。案例8-2

某研究對(duì)140名乙型肝炎患者和ＨＢｓＡｇ攜帶者的唾液中乙肝病毒的前Ｓ１抗原分別與ＨＢｓＡｇ，ＨＢｅＡｇ和前Ｓ２抗原檢出率進(jìn)行差異分析，唾液中乙肝病毒前Ｓ１抗原與HBsAg抗原的關(guān)系比較唾液中乙肝病毒前Ｓ１抗原與HBeAg抗原的關(guān)系比較唾液中乙肝病毒前Ｓ１抗原與前S2抗原的關(guān)系比較

解析：此題是很顯然是配對(duì)2×2列聯(lián)表資料，對(duì)其分析要用卡方檢驗(yàn)。a是兩種抗原的共同陽(yáng)性數(shù)，d是兩種抗原的共同陰性數(shù)。這兩個(gè)頻數(shù)的大小顯示不出兩種抗原的差異，而b和c是兩種抗原不同的局部。故用b和c進(jìn)行比較。綜上所述，要比較兩種抗原的檢出率有無(wú)差異，只要對(duì)其中的b和c作卡方檢驗(yàn)。因?yàn)樽髡呶磳?duì)b,c的和進(jìn)行觀察直接用錯(cuò)公式，故作者的做法是錯(cuò)誤的！

解析：此題是很顯然是配對(duì)2×2列聯(lián)表資料，對(duì)其分析要用卡方檢驗(yàn)。a是兩種抗原的共同陽(yáng)性數(shù)，d是兩種抗原的共同陰性數(shù)。這兩個(gè)頻數(shù)的大小顯示不出兩種抗原的差異，而b和c是兩種抗原不同的局部。故用b和c進(jìn)行比較。綜上所述，要比較兩種抗原的檢出率有無(wú)差異，只要對(duì)其中的b和c作卡方檢驗(yàn)。因?yàn)樽髡呶磳?duì)b,c的和進(jìn)行觀察直接用錯(cuò)公式，故作者的做法是錯(cuò)誤的！唾液中乙肝病毒前Ｓ１抗原與HBsAg抗原的關(guān)系比較1,建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：即兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率相等H1：即兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率不相等α=0.052，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量觀察數(shù)據(jù)可知b+c>40不需要做連續(xù)性校正，故：3，確定P值，作出推斷自由度為1，查x2臨界表，x20.005,1=7.88.可知p<0.005.在α=0.05的水準(zhǔn)上拒絕H0，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率不相等。唾液中乙肝病毒前Ｓ１抗原與HBeAg抗原的關(guān)系比較1,建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：即兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率相等H1：即兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率不相等α=0.052，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量觀察數(shù)據(jù)可知b+c<40需要做連續(xù)性校正，故：3，確定P值，作出推斷自由度為1，查x2臨界表，x20.050,1=3.84.可知p>0.05.在α=0.05的水準(zhǔn)上接受H0，差異無(wú)統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率相等。唾液中乙肝病毒前Ｓ１抗原與前S2抗原的關(guān)系比較1,建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：即兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率相等H1：即兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率不相等α=0.052，計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量觀察數(shù)據(jù)可知b+c<40需要做連續(xù)性校正，故：3，確定P值，作出推斷自由度為1，查x2臨界表，x20.050,1=3.84.可知p<0.05.在α=0.05的水準(zhǔn)上拒絕H0.差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，兩種抗原檢出率陽(yáng)性概率不相等。案列9-1某研究者欲研究熊去氧膽酸對(duì)脂肪肝的發(fā)生有無(wú)預(yù)防作用，將10只雄性大鼠隨機(jī)分為兩組，一組由正常飼料喂養(yǎng)，另一組采用正常飼料+熊去氧膽酸喂養(yǎng)。經(jīng)一段時(shí)間后，測(cè)肝臟脂總量【%〔w/w〕】，數(shù)據(jù)見(jiàn)表，問(wèn)兩組大鼠肝臟脂類總量有無(wú)差異？〔1〕你認(rèn)為那個(gè)研究者的統(tǒng)計(jì)推斷是正確的？為什么？〔2〕從這個(gè)案例你得到什么啟示？分析過(guò)程：1、該資料為計(jì)量資料；2、樣本具有隨機(jī)性；3、小樣本資料；4、兩獨(dú)立樣本的比較；T檢驗(yàn)應(yīng)用條件：1、隨機(jī)樣本；2、來(lái)自正態(tài)分布總體；3、均數(shù)比較時(shí)，要求兩總體方差相等〔方差齊性〕；通過(guò)spss軟件進(jìn)行方差齊性的檢驗(yàn)，可知該資料方差不齊，不服從正態(tài)分布。非參數(shù)檢驗(yàn)適用于〔對(duì)于計(jì)量資料〕：1、不滿足正太分布和方差齊性條件的小樣本資料；2、分布不明的小樣本資料；兩獨(dú)立樣本比較的秩和檢驗(yàn)適用于：兩組完全隨機(jī)設(shè)計(jì)資料的分析。1、建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)；Ho：飼料中添加熊去氧膽酸對(duì)大鼠脂肪肝無(wú)預(yù)防作用H1：飼料中添加熊去氧膽酸對(duì)大鼠脂肪肝有預(yù)防作用檢驗(yàn)水準(zhǔn)：α=0.052、編秩3、計(jì)算統(tǒng)計(jì)量TT=T2=16n=5|n1-n2|=04、確定P值，做出推斷查附表10，T=16在“17-38〞之外，故P<0.05，按α=0.05水準(zhǔn)拒絕Ho，接受H1，可以認(rèn)為飼料中添加熊去氧膽酸對(duì)大鼠脂肪肝有預(yù)防作用。啟示：

秩和檢驗(yàn)不受總體分布的限制，適用面廣；易于理解，易于計(jì)算。符合參數(shù)檢驗(yàn)的資料，用秩和檢驗(yàn)，不能充分利用信息，檢驗(yàn)效能低。

案例9-2討論：

1.該資料的分析方法是否適宜？為什么？

2.應(yīng)該如何分析該資料？3.三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)泌乳量有無(wú)差異？

4.如果目的研究泌乳量和三種產(chǎn)婦的是否有關(guān)聯(lián)，應(yīng)該如何分析該資料？分析方法不適宜。

對(duì)于等級(jí)資料，假設(shè)選行×列表資料的χ2檢驗(yàn)，只能推斷構(gòu)成比差異，而選秩轉(zhuǎn)換的非參數(shù)檢驗(yàn)可推斷等級(jí)強(qiáng)度。

而

Pearson線性相關(guān)用于雙變量正態(tài)分布的資料，該資料不服從正態(tài)分布的資料，還有總體分布未知的資料和原始數(shù)據(jù)用等級(jí)表示的資料，假設(shè)要描述變量間的關(guān)聯(lián)程度應(yīng)用秩相關(guān)。

所以應(yīng)用多組等級(jí)資料比較的秩和檢驗(yàn)方法分析該資料。解：

此題為等級(jí)資料，現(xiàn)用Kruskal-WallisH檢驗(yàn)。1.建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0:三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)泌乳量無(wú)差異H1:三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)泌乳量有差異α=0.052.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Hν=3-1=23.確定P值，做出推斷查χ2界值表得P＜0.05，在α=0.05的水準(zhǔn)上拒絕H0，接受H1,可認(rèn)為三種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)泌乳量有差異

現(xiàn)做三個(gè)獨(dú)立樣本兩兩比較的Nemenyi法檢驗(yàn)1.建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0：任意兩種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)的泌乳量無(wú)差異H1：任意兩種產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)的泌乳量有差異α=0.052.計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量v=k-1=3-1=2查χ2界值表得P＜0.005。v=k-1=3-1=2查χ2界值表得P＜0.005。v=k-1=3-1=2查χ2界值表得0.25＜P＜0.50。3.確定P值，做出推斷

P早，足＜0.005，P早，過(guò)＜0.005，在α=0.05的水準(zhǔn)上，拒絕H0,接受H1，認(rèn)為早產(chǎn)產(chǎn)婦和足月產(chǎn)產(chǎn)婦、過(guò)期產(chǎn)產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)泌乳量有差異

0.25＜P足，過(guò)＜0.50，在α=0.05的水準(zhǔn)上，尚不能認(rèn)為足月產(chǎn)產(chǎn)婦和過(guò)期產(chǎn)產(chǎn)婦在產(chǎn)后一個(gè)月內(nèi)泌乳量有差異自選案例：將80例均為初治的乳腺癌患者隨機(jī)分配到甲乙兩種治療方案中，每組各40例，甲方案31例有效，乙方案14例有效，問(wèn)兩種治療方案的有效率有無(wú)差異？〔要求用多種檢驗(yàn)方式進(jìn)行檢驗(yàn)〕方法一：檢驗(yàn)表1兩種治療方案治療乳腺癌有效率的比較

(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)

HO:兩種治療方案的有效率無(wú)差異

H1:兩種治療方案的有效率有差異

α=0.05

(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

ν=(2－1)(2－1)=1

(3)確定值，作出統(tǒng)計(jì)推斷查界值表得P<0.005，按水準(zhǔn)拒絕HO，接受H1，差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，可以認(rèn)為兩種治療方案的有效率有差異.甲方案的療效優(yōu)于乙方案。方法二：u檢驗(yàn)(1)建立檢驗(yàn)假設(shè)，確定檢驗(yàn)水準(zhǔn)H0:兩種治療方案的有效率無(wú)差異H1:兩種治療方案的有效率有差異α=0.05(2)計(jì)算檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量此題中，N1=40，X1=31，P1=0.775；N2=4